基于自适应逐次II型截尾样本下EIG分布的参数统计推断

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双边定数截尾情形下一个两参数有浴盆形状失效率的寿命分布参数的Bayes估计

双边定数截尾情形下一个两参数有浴盆形状失效率的寿命分布参数的Bayes估计

Vo1 36 NO.5 .
0c . 2O1 t 2
双 边定 数截 尾情 形 下 一 个 两 参 数 有 浴 盆形 状 失 效 率 的寿命 分 布参 数 的 B y s 计 ae 估
田 霆” 刘 次 华
( 汉理工大学理学院。 武汉 武
陈家 清。
武汉 40 7 ) 3 0 4 406) 3 03
( 国立 华 侨 大 学 数 学 科 学 学 院” 泉 州 3 2 2 ) ( 中科 技 大 学 数 学 与统 计 学 院 6 0 1 华
摘 要 : 双 边 定 数 截 尾 情 形 下 , 出 了一 个 2参 数 有 浴 盆 形 状 失 效 率 的 寿命 分 布 参 数 的 极 大 似 然 在 给
估 计 和 在 平 方 损 失 下 基 于 无 信 息 先 验 下 和共 轭 先 验 信 息 下 的 B ys 计 , 过 大 量 的 Mo t- al ae 估 通 neC r o 数值模拟试验 , 对这 2 情 况下 的 估计 的结 果 与 极 大 似 然 估计 作 了 比较 . 种 当样 本 n较 大 时 , 愈 大 , r
获得 了 2参 数 E 分 布 参 数 和 可 靠 性 指 标 的 W B y s 计. ae 估 文献 [ ] 双 边 定 数 截 尾 情 形 下 , 5在 给 出了 2参 数 指 数一 布 尔 分 布 ( W ) 状 参 数 的 威 E 形
有浴 盆 形 状 失 效 率 的 寿 命 分 布 参 数 的 B y s估 ae 计, 这个 寿命 分 布 的分 布 函数 为_ 3 ]
中 图 法 分 类 号 : 1 . 02 3 2 d i1 . 93 ji n 2 9—8 4 2 1 . 5 0 9 o :0 3 6 /.s .0 53 4 .0 20 . 4 s

熵损失函数下定时截尾情形几何分布参数的Bayes估计

熵损失函数下定时截尾情形几何分布参数的Bayes估计
- ( ,Y , … ,Y 厂 l 2 , , 2 ,… , )
注 :( ) (= 1 ,… ,n y, = ,2 = )的联 合密 度的控制 测度 已改变 .
定 义熵 损失 函数 为
来 稿 日期 :2 1 0 1 0 0— 5— 8
基 金 项 目 :喀 什师 范学 院 校 内课 题 ,课 题 编 号 ( 9 3 8 020)
本 文从这组 数 据出发 ,在熵 损失 意义下 ,考虑 参数 P的 B y s a e 估计 及性 质. 由于 X ,x ,…x 是相 互独 立具有 共 同分 布 F( , ) z ,所 以 ( ) (一1 ,… , )亦 相互 独 y, i ,2 立 同分布 ,从 而密度 函数为
K e r : e t o o s;fx d tm e c ns i g;Ba e s i a i n;a dm isbl y wo ds n r py l s i e i e orn y s e tm to d si e
1 引 言
关 于几何 分布参 数 的统计 推断 已经有大量 的文 献进行 了讨论 ,如研 究 了序约束 下两 个几何 总体参数 的
B y s 计Ⅲ ;研究 了熵损 失 函数 下和 Q一 称熵损 失 函数 下完 全 样本 情况 的 B y s ae 估 对 a e 估计 [ ;研 究 了定 时 2
截 尾情形 下 的极大似 然估计 . 目前 已经有人 研究 了指数分 布在 熵损 失 函数 下定 时截 尾情 形 参数 的 B y s ] a e
u e nd r Ent o y Lo s Ba e n Fi e m e Ce o i t r p s s d o x d Ti ns r ng Da a
ZHOU W eip n — ig, Q I -u Yu ln

高级统计学统计学课件

高级统计学统计学课件

非线变量与因变量之间非线性关系的统计方法。
非线性回归模型转换
通过变量替换、函数变换等方法将非线性回归模型转换为线性回归模型。
常见非线性回归模型
指数回归、对数回归、幂回归等。
转换后模型解释与应用
解释转换后的线性回归模型,并探讨其在实际问题中的应用价值。
回归诊断及优化策略探讨
随着统计学知识的普及和应用领域的拓展,高级统计学将在更多领域发
挥重要作用,推动社会的进步和发展。
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数据的整理与展示方法
数据预处理
缺失值处理、异常值检测、数据变换等
数据整理
分组、编码、排序等
数据展示
表格、图表(条形图、饼图、直方图、箱线图等)
集中趋势与离散程度度量
集中趋势
均值、中位数、众数等
离散程度
方差、标准差、极差、四分位距等
分布形态与偏态、峰态判断
分布形态
01
对称分布、偏态分布(左偏、右偏)
未来发展趋势预测
01
大数据与人工智能的融合
随着大数据技术的发展,高级统计学将与人工智能更紧密地结合,推动
数据分析的智能化和自动化。
02
统计计算与可视化的发展
计算能力的提升将使得复杂统计模型的计算更加快速和准确,同时数据
可视化技术也将得到进一步发展,使得统计结果更加直观易懂。
03
统计学的普及与应用拓展
常见离散型和连续型随机变量分布
伯努利分布与二项分布
泊松分布及其应用
了解伯努利试验的概念,掌握二项分布的 概率计算公式及性质。
理解泊松分布的概念,了解泊松分布在实 际问题中的应用。
均匀分布与指数分布

经验似然方法

经验似然方法

第五章 经验似然方法Fisher 提出的 (参数)似然方法是最重要的统计方法之一,应用上要求已知总体的类 型和形式,总体的分布只依赖于若干个未知参数,然后利用所建立的似然函数对这些未知参 数进行统计推断。

在一定的正则条件下,由此方法得到的估计具有良好的统计性质(见文献 [1])。

然而,当我们对问题的背景所知甚少,仅知道部分信息(如总体分布的一阶矩、二阶矩 等),自然希望寻找一定的途径构造和使用某种类似于似然函数的形式,以便有效地加工这些部分信息, 从而进行统计推断, 经验似然法正是在这样的背景下产生的。

Hartley and Rao[2]利用经验似然思想对抽样调查问题进行了研究,Thomas and Grunkemier [3]利用经验似然思想建立了截尾数据下生存概率的区间估计,Owen [4­5]首次系统地提出了经验似然方法,并用来 处理非参数统计问题。

经验似然有类似于 Bootstrap 的抽样特性,这一方法与经典的或现代的非参数统计方法 比较有很多突出的优点,如:用经验似然方法构造置信区间除有域保持性、变换不变性及置 信域的形状由数据自行决定等诸多优点外, 还有 Bartlett 纠偏性及无需构造枢轴统计量等优 点。

正因为如此,这一方法引起了许多统计学者的兴趣,他们将这一方法应用到各种统计模型和领域,如 Owen [6] 将其应用到线性回归模型的统计推断中,Qin and Lawless [7]将经验似然引入广义估计方程模型, 推广了Owen [4­5] 的有关结果, Chen [8]给出了密度函数的经验似然置信区间, Chen 和 Qin [9] 发展了非参数回归模型的经验似然,Wang 和 Jing [10] 、Qin [11]以及Shi and Lau [12] 发展了部分线性模型的经验似然,Chen 和 Qin [13] 、 Zhong 和 Rao [14]以及 Chen和 Wu [15] 应用经验似然于抽样数据的研究,Kitamura [16]等应用经验似然到经济模型的研究,Zhang [17­18] 证明了利用经验似然可以有效地加工附加信息得到统计泛函的推断等, Owen [19]给出了经验似然当时的研究进展。

Ⅱ型截尾情形下泊松分布参数的估计

Ⅱ型截尾情形下泊松分布参数的估计
计 问题 ,证 明 了估 计 的强相 合性 和 渐近正 态性 ,并给 出估 计 的进 一 步渐 进性 质. 关键 词 :I型 截尾 ; 大似 然 ;渐近 性 I 极 中图分 类号 : 2 2 5 0 1 . 文 献标 识码 : A 文章 编号 : 6 15 8 ( 0 7 0 -9 10 1 7 -4 9 20 ) 60 4 -4 ,
, , … , ,
而是 A , AK , , A , 里 a =mn ab ,与连续 总体 情形类 似 , 0… 这 b i{ ,} A 上述 的试
验 可 以看 作 是离散 情 形下 的定 数截 尾试 验. 本 文主要 基 于 Ⅱ型截尾 样本 ^ , ^ , , ^ 的 A估计 问题 , … 对极 大似 然估 计 的性质进
t e f rh ra y t tc p o e i so si ain we e g v n. h u t e s mp o i r p r e fe t to r ie t m
K y wo d e r s:tp — e srn ;ma i m ieio d;ay tt rp r e y e I c n oig I xmu l l o k h smpoi po e is c t
V 1 4 No 6 o. 5 . NO 2 o V 0 7
20 0 7年 1 月 1
研 究 简 报
Ⅱ型截 尾 情 形 下 泊 松 分 布 参数 的 估 计
刘银萍 , 宋立新
( 吉林师范大学 数学学 院 , 吉林省 四平 16 0 ) 30 0
摘要 : 利用 Jne 等式 和 S t y 理 , esn不 ls 定 uk 讨论 Ⅱ型截尾 情形 下 泊松分 布参 数 A的极 大似然 估
Es i a i n o is n Dit i u i n u e p - I Ce s r n tm to fPo s o s rb to nd r Ty e I n o i g

BurrTypeXⅡ分布的统计推断

BurrTypeXⅡ分布的统计推断

2 参数估计
假设 有 n产 品进行 寿命试验 , 在第 一个失效 时刻 … , 尚未 失效的 n一1 产品 中随机 从 个 选择 R 个产 品退 出试验 . 在第二 个失效 时刻 f, 尚未失效 的 礼 一 2从 ] 一2 R 个产 品中随机 选择
m 一1 2
个产 品退 出试验. 如此 直到第 m 个 失效 时刻 f , 1所有 尚未 失效 的 R =凡 一m 一 ∑
F x =l 1 c , X>0 () 一( +x) ~ ,
其 中 C>0是 形状 参数 , k> 0 未 知参数 . 是
( 1 )
已有很 多文 献讨 论 了 B r y e 1 urT p 分布 的应 用和统 计推 断. Wig 18) XI no(93 利用最 大 似然 方法 用 B r y e I 分 布拟合 了 一个 医学研 究 中寿命 数据 . C o urT p 1 X ok和 Jh sn(96 ono 18) 发现 利用 B r T p I 模型 比其 它模 型能更好 拟合 一个 铀勘查 数据 . Wig 19 ) 定 ur y eX I no(93 在 数截 尾情形 导 出了 B r T p 1 布的最 大似然 估计 ,并 且讨论 了最大 似然估 计存 在的条 ur y e Xl 分 件和解 唯一 的条件 . Wag等 (96 讨 论 了基于截 尾样本 Bur y eX 1 n 19) r T p I 分布 的点估 计和 区 间估 计 . Zmme i r等 (98 研 究 了 B r T p I 分 布 的统计性 质和 概率性 质 ,并且 讨 19 ) ur y eX 1 论 这个 分布和 其它 寿命分 布之 间 的关 系 . AlMos i ua和 Jhe 20) 论 了基 于逐 次截尾 aen(02 讨 样本 B r 模 型 的最大似 然估 计和 B ys 计 . Ai ua和 Jhe 20 ) 论 了基 于逐 ur ae 估 lMo s a en(0 2 讨 次截尾 样本 B r 模 型的 B ys ur ae 预测 . S l n(02 讨论 了 B r T p 1 布在 不 同损 oma 20 ) i ur y eXI分 失函数 下参数 的 B ys ae 估计 . S a 20 ) ho(04 讨论 了三 参数 B r y eX 1 ur p I 分布 的最大似 然估 T 计 . Wu和 Y 20) 论 了基于 失效 截尾 抽 样方案 ( i r—esrdsmpigpa ) u(05 讨 f l ecnoe a l ln 两参 au n 数 B r T p I分布形状参数的区间估计. ur y e 1 X

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2012年 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40
科研热词 推荐指数 bayes估计 4 损失函数 3 指数分布 2 屏蔽数据 2 定数截尾试验 2 随机模拟 1 逐步增加首失效 1 逐步增加ⅱ型截尾 1 逐步增加ⅰ型截尾 1 逐次截尾 1 逐次定数截尾样本 1 贝叶斯估计 1 置信区间 1 统计过程控制 1 累积损伤模型 1 系统可靠性分析 1 环境因子 1 极大似然估计 1 指数-泊松分布 1 恒定应力 1 平均链长 1 寿命性能指数 1 定数截尾 1 多元性能参数 1 可靠性指标 1 可靠性分析 1 双参数指数部件 1 区间估计 1 加速退化试验 1 具有随机移走逐步增加ⅱ型截尾试验 1 先验分布 1 优化设计 1 两参数pareto分布 1 一致最小方差无偏估计 1 weibull分布 1 p值检验 1 pareto分布 1 k/n(g)系统 1 gibbs抽样 1 arl无偏控制图 1
2011年 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25
2011年 科研热词 经验bayes估计 频谱感知 随机模拟 逐步截尾试验 逐步增加ⅱ型截尾样本 逆矩估计 识别效率 认知无线电 视觉识别 能量检测 背景色 比例危险率模型 极大似然准则 损失函数 截尾型序贯检验 强偏差定理 威布尔分布 复杂电磁环境 司机控制界面 区间估计 三重分段模型 m阶可列非齐次马氏链 mlinex损失 m+1元函数 burr ? 推荐指数 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

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2011年 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32
2011年 科研热词 生存分析 寿命预测 可靠性 比率 正态分布 极大似然估计 条件异方差 收敛速度 操作风险 损失分布法 指数分布 截尾试验 截尾数据 截尾分位数回归 性能测试 广义置信下限 并联系统 平均寿命 左截尾数据 定时无失效数据 多元回归分析 右截尾 可靠性分析 双参数指数分布 单参数指数分布 加速寿命试验 刻度参数 分散系数 peb估计 mse准则 cox比例风险回归 bootstrap置信下限 推荐指数 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1
推荐指数 3 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1
2014年 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35
2013年 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28
科研热词 极大似然估计 缺失数据 定时截尾 随机截尾 贝叶斯估计 组合分布 相依屏蔽数据 现场数据 概率元 样本量 搭便车 损失函数 截尾比 截尾影响因子 影响因子 平均秩次 屏蔽概率比 屏蔽数据 对数正态分布 学术评价 威布尔分布 威布尔 多重定数截尾 可靠性分析 双参数指数部件 参数估计 卡方检验 bayes估计
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基于自适应逐次II型截尾样本下EIG分布的参数统计推断作者:季丹丹闫在在来源:《赤峰学院学报·自然科学版》2019年第03期摘要:近几年,针对缺失数据的处理这方面的应用研究大量涌现,使得缺失数据下的可靠性理论迅速发展.而在可靠性试验和寿命试验中,截尾方案能在试验所花费的总时间、单元个数和基于试验结果的统计推断效率之间取得平衡.在这种情况下,一种自适应的截尾方案被提出来,并且被许多专家学者研究应用.因此本文讨论,基于自适应逐次II型截尾样本,提出了EIG分布的统计推断理论等问题.对于未知参数,提出了极大似然估计(MLEs).利用MLEs的渐近正态性得到参数的近似置信区间.并运用一组真实数据进行模拟讨论.关键词:EIG分布;截尾数据;极大似然估计;自适应逐次II型截尾中图分类号:O212 文献标识码:A 文章编号:1673-260X(2019)03-0013-051 引言许多情形下,考虑到费用和时间的原因,寿命测试验通常在所有测试单元都失败前终止.这种情况下,人们只能得到部分样本的失效时间,这些数据即为截尾数据.在过去的50年里,一些专家学者已经在研究和讨论基于截尾样本的参数统计推断问题.最常见的截尾方案大体分两种,I型(定时)截尾和II型(定量)截尾.其中I型截尾表示寿命试验在规定的时间T内终止,II型截尾则表示寿命试验在第m次失效时终止,其中m是提前设定的.逐次II型截尾方案是II型截尾方案的推广形式,表示假设有n个单元置于寿命试验中,而只有m个失效单元被观测到.在观测到第一个失效单元时,在剩余的未失效单元中随机移除R1个单元.同样的,在观测到第二个失效时间时,R2个单元被随机移除.寿命试验将在m个失效单元都被观测到终止,最后将Rm=n-R1-R2-…-Rm-1个未失效单元全部移除.产生逐次型截尾样本数据的原因很多,如有些航空航天、核反应堆等零部件,其试验消耗成本过高,为节约时间和费用,通过检验后,人们通常会在未失效的产品中取出一部分作为他用.这样即节约了成本又知道了产品的特性.再如,对某些产品进行跟踪调查时,出于某些原因,使得一些使用者在某个时间后失联,因而我们对这批产品也就只掌握了部分数据.对于逐次截尾的广泛的回顾与讨论,读者们可以参考Aggarwala(1998)[1]、alakrishnan(2008)[2]、Fernandez(2004)[3]、Soliman (2008)[4]和Chansoo K和Keunhee H(2009)[5].2 自适应逐次II型截尾试验Ng et al.[7]提出一个自适应逐次II型截尾方案,它是I型截尾和II型逐次截尾的混合,既节约了试验成本,又增加了统计分析效率.6 结语本文介绍了截尾樣本的由来及种类,并由广义逐次II型截尾试验,引入并阐述了自适应逐次II型截尾试验的实施过程.由于截尾数据的广泛应用性,本文基于自适应逐次II型截尾样本,讨论了EIG分布所含参数的极大似然估计和近似置信区间,并运用真实例子模拟讨论.参考文献:〔1〕Aggarwala R., Balakrishnan N.. Some properties of progressive censored order statistics from arbitrary and uniform distributions with applications to inference and simulation[J]. Statist. Plann. Inference, 1998,70(1):35-49.〔2〕Balakrishnan N., Anna Dembinska. Progressively Type-II right censored order statistics from discrete distributions[J]. Journal of Statistical Planning and Inference,2008,138(4):845–856.〔3〕Fernandez A. J. On estimating exponential parameters with general type-II progressive censoring[J]. Journal of Statistical Planning and Inference, 2004,121(1):135-147.〔4〕Soliman, Ahmed A. Estimations for pareto model using general progressive censored data and symmetric loss[J]. Communications in statistics-theory and methods, 2008,37(9):1353-1370.〔5〕Chansoo K., Keunhee H. Estimation of the scale parameter of the Rayleigh distribution under general progressive censoring[J]. Journal of the Korean Statistical Society, 2009,38(3):239-246.〔6〕季丹丹.一种拓展的逆高斯分布的性质及应用[D].内蒙古:内蒙古工业大学,2017.〔7〕D. Kundu, A. Joarder, Analysis of Type-II progressively hybrid censored data[J],Comput. Stat. Data Anal. 2006,(50) 2258–2509.〔8〕H.K.T. Ng, D. Kundu, P.S. Chan, Statistical analysis of exponential lifetimes under an adaptive Type-II progressive censoring scheme[J], Naval Res. Logist.2009,(56) 687–698.〔9〕Rezapour M., Alamatsaz M. H. On properties of progressively Type-II censored order statistics arising from dependent and non-identical random variables[J]. Statistical Methodology,2013,10(1):58-71.〔10〕Mashail M. AL Sobhi, Ahmed A. Soliman. Estimation for the exponentiated Weibull model with adaptive Type-II progressive censored schemes[J]. Applied Mathematical Modelling,2016,40(2):1180–1192.〔11〕Nassar M. Estimation of the inverse Weibull parameters under adaptive type-II progressive hybrid censoring scheme[J]. Journal of Computational and Applied Mathematics,2017,315:228–239.〔12〕魏宗舒.概率論与数理统计教程[M].北京:高等教育出版社,2008.〔13〕N.Balakrishnan, Rita Aggarwala, Progressive Censoring Theory,methods and Applications[M]. Statistics for industry and technology, 1956.〔14〕Rezaei S, Tahmasbi R, Mahmoodi M. Estimation of P[Y < X] for generalized Pareto distribution [J]. J Statist Plan Inference. 2010,140:480-494.〔15〕Greene W H. Econometric Analysis: Fourth Edition [C]. Upper Saddle River, NJ. 2000.〔16〕Alan A. Categorical Data Analysis (2nd Ed.) [J]. Journal of the Royal Statistical Society, 2002, 40(4).〔17〕Valiollahi R, Asgharzadeh A, Raqab MZ.Estimation of P[Y〔18〕Saracoglua B, Kinacia I, Kundu D. (2012) On estimation of R=P[Y〔19〕 Childs A, Chandrasekhar B, Balakrishnan N, Kundu D.Exact inference based on type-I and type-II hybrid censored samples from the exponential distribution[J]. Ann Inst Stat Math 2003,55:319-330.〔20〕Balakrishnan,Cramer,Kamps. Bounds for Means and Variances of Progressive Type II Censored Order Statistics[J]. Statist Probab. Lett.2001,54,301-315.〔21〕Balakrishnan,N.,Cramer,E.,Progressive censoring from heterogeneous distributions with applications to robustness[J]. Ann.Inst.Statist.Math.2008,60:151-171.〔22〕Guilbaud. Exact non-parametric confidence intervals for quantiles with progressive type-II censoring[J].Scand.J. Statist. 2001,28:699-713.〔23〕Guilbaud O., Exact non-parametric confidence, prediction and tolerance intervals with progressive type-II censoring[J]. Scand. J.Statist.2004,31:265–281.〔24〕U Balasooriya, N Balakrishnan. Reliability sampling plans for lognormal distribution based on progressively censoredSamples[J]. IEEE Trans. Reliab. 2000,49:199–203.。

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